cobertura previdenciária – um estudo aplicado
Carolina Portugal Gonçalves da Motta Moema Gonçalves Bueno Fígoli Laura L. R. Wong 1 Introdução
A previdência social é um importante mecanismo de proteção social, pois os segurados têm garantia de renda nas situações em que estão impedidas de trabalhar, tais como invalidez, gravidez e nas idades mais avançadas. Esta segurança é estendida aos seus dependentes, que ficam resguardados por pensão no caso de morte do segurado.
O sistema previdenciário brasileiro passou por diversas mudanças em sua existência e, progressivamente, ampliou a população coberta, ao estender os benefícios previdenciários para distintas categorias, sobretudo a partir de 1960 (Camarano, 2002). nesse sentido, a partir da Constituição Federal de 1988, foram estendidos os benefícios previdenciários à população idosa1 rural, e, mais recentemente,
houve redução nas alíquotas de contribuição para algumas categorias de segurados – para incentivar o aumento do percentual de contribuintes nestas categorias –, dentre outras medidas.
Em um país repleto de desigualdades, como o Brasil, os benefícios2 previdenciários
constituem-se, em muitos casos, a principal fonte de renda das famílias e um importante mecanismo de redução de desigualdades de renda (Afonso e Fernandes, 2005). Estes benefícios, ao mesmo tempo em que são importantes na redução da pobreza de uma parcela da população brasileira, está distribuído de forma desigual. Assim, existe na literatura um esforço investigativo para mostrar, tanto no Brasil quanto no mundo, como a cobertura previdenciária3 varia segundo sexo, raça/cor, regiões
etc. (Beltrão et al., 2002; MPS, 2001; MPS, 2005; OIT, 2005; Soares, 2003).
1 O valor do beneficio foi ampliado e foi estendido às cônjugues dos aposentados rurais que não eram socialmente protegidas.
2 Dentre os benefícios previdenciários podem-se citar pensões, aposentadorias, licença maternidade, etc. neste trabalho o foco são as aposentadorias.
3 A cobertura previdenciária pode se referir tanto aos segurados, aposentados e pensionistas. Apesar de na introdução ter-se referido a cobertura de uma forma geral, que englobou todas as categorias citadas, utilizou-se apenas, no trabalho, as informações de aposentadorias.
Os estudos que examinam as desigualdades na cobertura previdenciária dos paises desenvolvidos estão focados, sobretudo, na cobertura dos trabalhadores, nos quais se examina a cobertura de diferentes segmentos populacionais. Estes mostram que a cobertura feminina é inferior à masculina e apontam os fatores associados ao mercado de trabalho – as formas de inserção, por exemplo – como causadores do diferencial nas coberturas (Copeland, 2005; Even & Macpherson, 2004; Morissette & Drolet, 2000; Roberts, Stafford & Ashworth, 2002; Shaw & Hill, 2002; Verma & Lichtenstein, 2003). Do mesmo modo, a variação na cobertura por raças também é explicada pelo ponto de vista do mercado de trabalho (Chen, 2001; Honig, 2000; Roberts, Stafford & Ashworth, 2002; Rodriguez & Martinez, 2004; Verma & Lichtenstein, 2003). no caso dos latino-americanos residentes dos Estados Unidos, por exemplo, o tipo de inserção e ocupação no mercado de trabalho também interfere na cobertura devido ao fato de uma grande parte destes serem migrantes, e, em geral, estão alocados em ocupações de baixa cobertura previdenciária (Roberts, Stafford & Ashworth, 2002; Rodriguez & Martinez, 2004).
A literatura brasileira acompanha a temática da literatura internacional. Estes analisam, sobretudo, as variações na cobertura previdenciária por raça/cor, escolaridade, ocupação, dentre outros fatores. Os estudos sobre variações na cobertura previdenciária (MPS, 2001; MPS, 2005), no Brasil, em geral, são realizados com os dados das PnAD’s, a partir dos quais se analisa a cobertura de dois grandes subgrupos de características previdenciárias específicas: grupo da população de 16 a 59 anos – no qual o segurado típico são os contribuintes – e a população idosa de 60 anos ou mais – no qual se concentram a maior parte dos aposentados. Entretanto, deve-se salientar que os dados de aposentadoria das PnAD’s e do Censo podem conter aposentados, pensionistas e beneficiários de programas da assistência social, e, portanto, trabalhos que utilizam esses dados retratam o percentual de idosos socialmente protegidos sem discriminar os aposentados.
A maior parte dos estudos trata, sobretudo, da cobertura da população ocupada. Um dos motivos para que isso ocorra é que reformas previdenciárias que almejam o aumento da cobertura, em geral, têm como alvo elevar a proporção de contribuintes4. Há estudos que mostram a existência
de diferenças entre a cobertura previdenciária da população branca e da negra e, também, entre as de homens e de mulheres. Assim, observa-se que, apesar das taxas de participação no mercado de trabalho (formal e informal) de brancos e negros – que corresponde ao agregado das raça/cor preta e parda – não divergirem muito (Dieese, 2002; Paiva & Paiva, 2003), a cobertura previdenciária
4 Vide como exemplo o Plano Simplificado da Previdência Social (PSPS), instituído a partir da Lei Complementar n. 123/2006.
é menor para os negros, quando comparada à das pessoas brancas do mesmo sexo (Paiva & Paiva, 2003; Sugahara et al, 2006). Do mesmo modo, a cobertura das mulheres é comparativamente menor em relação aos homens (neri, 2003).
São múltiplas as causas que podem estar associadas a essas variações na cobertura, não somente as associadas às diferenças de inserção no mercado de trabalho. Os fatores demográficos – mortalidade, estrutura etária e migração – também são elementos que podem vir a influenciar a cobertura previdenciária. Esses, no entanto, são pouco estudados na literatura.
A proporção de aposentados na população, de forma geral, eleva-se com a idade. Supondo-se duas populações com o mesmo tamanho absoluto e com as mesmas taxas específicas de cobertura por aposentadoria, a que apresentar estrutura etária mais envelhecida, possivelmente, apresentará uma maior proporção de aposentados, pois, terá sua população mais concentrada nas idades nas quais as taxas específicas de cobertura são mais elevadas. Assim, possivelmente, estruturas etárias mais envelhecidas contribuem para uma maior cobertura por aposentadoria. Ou seja, neste caso, um mesmo conjunto de taxas específicas de cobertura não garantiria que a proporção de aposentados na população seja a mesma.
Desta forma, e na medida em que a cobertura é um importante mecanismo de redução de desigualdades sociais, é importante verificar se diferentes estruturas etárias podem influenciar nas coberturas e o quanto. Portanto, o foco deste trabalho é verificar a influência da estrutura etária nas variações da cobertura previdenciária e mostrar de que maneira isso acontece. Mais precisamente, será averiguado se variações na estrutura etária influenciam as diferenças na cobertura previdenciária por aposentadoria.
Uma vez que a variações na estrutura etária e na cobertura ocorrem regionalmente ou em unidades territoriais menores, essas perguntas serão averiguadas, para os estados do Amazonas, Alagoas, Rio de Janeiro, Rio Grande do Sul e Mato Grosso, que foram escolhidos por apresentarem, dentre os de cada região política do Brasil, maiores diferenças de estrutura etária, que serão mostradas a seguir. Serão examinadas as diferenças entre a cobertura dos homens e das mulheres em cada UF e as desigualdades de cobertura entre as UF’s, a partir dos dados do Censo Demográfico de 2000. A técnica utilizada será a Técnica de Decomposição de Diferenças entre Taxas, conforme descrita em Preston (2001) e por Das Gupta (1993). Foi fixada como idade mínima das coberturas analisadas a idade de 65 anos, tanto para homens quanto para mulheres, por ser, aproximadamente, a idade média das aposentadorias em estoque (mantidas) no RGPS.
A seguir será realizada uma análise descritiva de algumas das desigualdades (de cobertura e nos fatores demográficos) existentes nos estados selecionados, que são essenciais para este artigo,
uma vez que, se essas (variações na cobertura e na estrutura etária) não existissem, a estrutura etária não poderia influenciar as variações na cobertura. Depois, far-se-á, respectivamente, uma descrição dos dados e do método utilizado e são mostrados os resultados e conclusões obtidas. 2 Cobertura previdenciária por aposentadoria e estrutura etária dos Estados selecionados
A cobertura previdenciária dos idosos por aposentadoria apresenta desigualdades entre os sexos e estados. Por exemplo, em 2003, os idosos socialmente protegidos – que inclui os aposentados, pensionistas, beneficiários da assistência social e os que contribuem para a Previdência Social – correspondiam a 87% dos homens e 78% das mulheres acima de 60 anos (MPS, 2005). no GRAF. 1, poderá ser percebida a diferença entre as coberturas da população de 65 anos ou mais dos estados, obtida com os dados do Censo Demográfico de 2000. Tem-se que, por exemplo, no Amapá, 63,5% das pessoas de 65 anos ou mais se declararam aposentadas. Já no Piauí este percentual foi de 86,5%. Apesar da pergunta do Censo referir-se apenas a aposentadorias, esses números podem estar superestimados, uma vez que pode ter havido pensionistas e beneficiários de programas da assistência social que se declararam aposentados de maneira equivocada e que, portanto, estariam incluídos naqueles dados.
GRÁFICO 1
Proporção de aposentados de 65 anos ou mais, segundo UF, 2000 (%)
Fonte: IBGE – Censo Demográfico de 2000.
Como entre os Estados, a cobertura também varia entre os homens e as mulheres, de tal modo que a cobertura feminina é, em geral, inferior à masculina. Dentre outros, um dos fatores que pode ter contribuído para que ocorresse essa diferença de cobertura entre os sexos é o modo de inserção no mercado de trabalho, que segue padrões distintos para homens e mulheres, pois, estas últimas estão mais propensas a interromperem suas careiras para cuidar dos filhos, estão mais
inseridas em empregos temporários, mal remunerados e sem contribuição previdenciária (Beltrão et al, 2002; MPS, 2001; Roberts, Stafford & Ashworth, 2002; Verma E Lichtenstein, 2003). A TAB. 1 mostra a proporção de aposentados total e por grupo etário – que correspondem as utilizadas no trabalho –, da população acima de 65 anos.
TABELA 1
Proporção de aposentados na população de 65 anos ou mais, total e por grupos etários, segundo sexo, no Brasil e nas UF’s selecionadas, 2000
(por cem)
Grupos Etários Brasil AM AL RJ RS MT
Homens 84,20 74,31 80,91 82,75 90,03 72,14 65-69 anos 75,70 60,69 69,73 75,56 85,52 56,99 70-74 anos 87,81 80,27 83,57 86,30 92,60 81,26 75-79 anos 90,33 82,25 86,21 88,23 94,37 82,74 80+ 90,93 84,72 89,16 89,83 94,84 83,31 Mulheres 66,25 69,11 74,74 52,49 73,74 67,24 65-69 anos 61,20 64,67 69,13 50,28 73,22 60,75 70-74 anos 66,86 72,47 78,40 53,77 76,02 69,83 75-79 anos 69,58 72,65 79,50 54,34 78,81 77,52 80+ 71,51 76,47 79,77 54,11 78,57 78,71
Fonte: IBGE - Censo Demográfico de 2000.
Os dados da TAB. 1 podem estar influenciados pelos beneficiários dos programas da assistência social e pelos pensionistas, principalmente, os femininos, já que a maior parte desses são mulheres (MPS, 2001).
A análise dos dados mostra que a proporção de aposentados é diferenciada segundo grupo etário, sexo e Estado e, em geral, eleva-se com a idade. Dentre os possíveis fatores que podem ter causado as diferenças, provavelmente, estão: as mudanças ocorridas nas regras de aposentadoria na década de 905; a presença de pensionistas e beneficiários da assistência social; a mortalidade distinta
de aposentados e não aposentados; dentre outros. Esses fatores também podem ter feito com que a proporção de mulheres aposentadas fosse superior à de homens, no grupo de 65 a 69 anos, no Amazonas e no Mato Grosso.
Por fim, nota-se que a cobertura das mulheres aposentadas do Rio de Janeiro é a menor dentre todos os Estados, o que é confirmado por estudo que mostra que esta UF tem o menor percentual de cobertura feminina do Brasil (IBGE, 2004). Há indícios de que isso possa se dever, principalmente, à 5 A expectativa, na segunda metade da década de 1990, de que iriam ocorrer mudanças nas regras de concessão de aposentadorias, fez com que um contingente maior de pessoas solicitasse, ao mesmo tempo, esse benefício, pois, foi gerado um receio de que as reformas alterassem os direitos adquiridos (Santos, 2006). Outras mudanças, decorrentes da CF de 1988, dentre elas, a universalização dos benefícios rurais e a criação do RJU, também podem ter feito com que a proporção de aposentados aumentasse de maneira diferenciada de um grupo etário para outro, e, entre os estados.
baixa participação feminina na População Economicamente Ativa (PEA) desta UF, como mostrado pelos dados da PnAD de 1976 (Simões, Vianna & Oliveira, 1980). Já a proporção de homens aposentados no Rio Grande do Sul é a mais alta dentre os selecionados, sendo, a partir dos 70 anos, quase universal.
Além da proporção de aposentados sofrer variações entre os estados brasileiros, a estrutura etária da população brasileira vem se alterando ao longo das últimas décadas de forma diferenciada (BRITO et al, 2007) nos diferentes grupos populacionais e regiões, de tal modo que há estados com estrutura etária mais envelhecida que convivem com outros com estruturas mais jovens. Essas mudanças contribuem – de forma diferenciada entre estados – para aumento no número absoluto e relativo da população idosa, o que, por sua vez, pode implicar ampliações diferenciadas na demanda por aposentadoria de cada estado. O GRAF. 2, mostra que as distribuições etárias das UF’s selecionadas são diferentes.
GRÁFICO 2
Pirâmides etárias das UF’s selecionadas, 2000
As pirâmides etárias do GRAF. 2 mostram que cada estado possuía uma estrutura etária específica. Portanto, para que se possa averiguar se diferentes estruturas etárias contribuem para que haja coberturas previdenciárias diferenciadas, foram escolhidos estados que tivessem populações com distribuições distintas entre si e fosse um de cada região. Assim, por exemplo, a população do Amazonas e de Alagoas, com base relativamente mais larga, é típica de uma população com estrutura etária mais jovem; a do Rio de Janeiro e a do Rio Grande do Sul é relativamente envelhecida; e a do Mato Grosso é intermediária em relação aos demais Estados.
A fim de ilustrar melhor as diferenças populacionais dos Estados selecionados, a TAB. 2 mostra: a população agregada em grandes grupos etários, a idade mediana, as esperanças de vida ao nascer e aos 65 anos, segundo sexo, para o ano 2000.
TABELA 2
Distribuição proporcional da população agregada em grandes grupos etários, idade mediana, esperança de vida ao nascer e aos 65 anos nas UF’s selecionadas, segundo sexo, 2000
Estados
AM AL RJ RS MT
Proporção da população por grandes grupos etários (por cem)
Homens 50,29 48,85 47,95 49,03 51,40 0 a 14 anos 19,65 17,63 12,76 13,27 16,21 15 a 64 anos 29,06 28,98 32,21 32,81 33,24 65 anos ou mais 1,58 2,24 2,98 2,95 1,95 Mulheres 49,71 51,15 52,05 50,97 48,60 0 a 14 anos 19,21 17,45 12,39 12,79 15,57 15 a 64 anos 28,82 30,97 35,21 33,93 31,33 65 anos ou mais 1,68 2,73 4,45 4,25 1,71
Idade mediana (anos)
Homens 25,3 26,4 31,4 32,8 28,7
Mulheres 25,3 27,7 34,4 34,4 28,0
Esperança de vida ao nascer (anos)
Homens 66,6 59,9 66,3 69,5 67,5
Mulheres 72,6 67,9 75,5 77,0 74,9
Esperança de vida aos 65 anos (anos)
Homens 15,1 14,3 15,5 15,2 16,9
Mulheres 17,2 15,7 18,9 18,9 18,8
Fonte: IBGE - Censo Demográfico de 2000; IBGE - Tabelas de Sobrevivência (versão preliminar 2007).
Deve-se verificar, a partir da TAB. 2, que há diferenças entre os Estados, na idade mediana e na proporção de pessoas jovens (0 a 14 anos), em idade ativa (15 a 64 anos) e idosas (com 65 anos ou mais), de tal modo que os estados com estruturas etárias mais envelhecidas (RJ e RS) tem uma idade mediana mais alta e uma maior proporção de idosos na população que os demais Estados, o que confirma os resultados do GRAF. 2.
A esperança de vida exprime quantos anos que, em média, uma pessoa que nasceu em um determinado Estado irá viver e a esperança de vida aos 65 anos é um indicativo de quantos anos, em média, o idoso deverá viver aposentado. Ao nascer e aos 65 anos de idade, a esperança de vida das
mulheres é superior à dos homens e também é superior no RJ e no RS que nas demais UF’s. Apesar de pequena, dentre os Estados, há diferença entre as esperanças de vida aos 65 anos – um dos critérios de escolha dos Estados –, de tal modo que, a maior esperança de vida aos 65 anos, para a população masculina, é a do Mato Grosso (MT), e, para a população feminina, é a do Rio Grande do Sul (RS). 3 Dados
As informações utilizadas neste trabalho são oriundas do processamento dos microdados do Censo Demográfico 2000 do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE). As variáveis utilizadas, obtidas a partir do Censo são: idade, sexo, estado de residência e se era ou não aposentado de instituto de previdência oficial.
Uma das maiores limitações das informações do Censo, para o trabalho, é não apresentar os dados de aposentadoria desagregados para o RGPS e o RJU, uma vez que estes podem apresentar distribuições etárias específicas. no Censo de 2000, a pergunta sobre aposentadoria – “Em julho de 2000 era aposentado de instituto de previdência oficial?” – foi respondida por todas as pessoas entrevistadas acima de 10 anos de idade, e, assim, consegue-se obter o número de aposentadorias mantidas pelos regimes oficiais de previdência nesta data. Além disso, estes dados também podem conter pensionistas e beneficiários de programas da assistência social. Esta limitação pode ocasionar uma superestimação da cobertura por aposentadoria obtida com os dados do Censo, além de não se conseguir saber, com exatidão, qual a diferença entre a estrutura etária de cada regime previdenciário e entre os aposentados, pensionistas e beneficiários de programas da assistência social.
Em relação à distribuição do número de aposentados dos regimes oficiais de previdência, em 2001, o RJU possuía 1.661.341 aposentados (Beltrão, 2002) – referentes aos inativos da União, estados e da maioria das capitais6 – e o RGPS tinha 11.618.556 aposentadorias mantidas (AEPS, 2001),
ou seja, este detinha, aproximadamente, 87,5% do total de aposentadorias daquele ano. 4 Metodologia
A cobertura previdenciária que é a analisada neste trabalho é a proporção de aposentados na população. Ela pode ser obtida somando-se os resultados encontrados ao se multiplicar a taxa específica de cobertura pela proporção de pessoas do mesmo grupo etário. Ou seja, para a população acima de 65 anos a cobertura será igual à:
(1) Onde:
– taxa específica de cobertura de aposentadorias para idades entre x e x+n, no ano t;
- proporção de pessoas com idade entre x e x+n na população total de idade entre 65 e w, no ano t.
A partir da eq. (1), verifica-se que a cobertura depende de dois componentes básicos: da estrutura etária da população e das taxa específicas de cobertura. Portanto, a cobertura previdenciária por aposentadoria depende desses dois fatores, que variam de um Estado para o outro, conforme mencionado anteriormente.
A técnica de decomposição que aqui será empregada, primeiramente, foi desenvolvida por Kitagawa (1955). O propósito desta técnica consiste em encontrar a contribuição aditiva do efeito de fatores, tanto de composição quanto de taxa, para a diferença entre as taxas globais de duas ou mais populações. Ou seja, no caso deste trabalho, dada duas populações, A e B, a diferença entre as coberturas previdenciárias por aposentadoria destas duas populações será desagregada para mostrar quanto dessa diferença se deve às desigualdades de estrutura etária e de taxas específicas de cobertura.
As técnicas de decomposição de taxas e de padronização são estritamente ligadas, e, o não reconhecimento desta ligação pode resultar na seleção arbitrária de populações como padrão, o que produziria resultados inconsistentes na decomposição das taxas (Das Gupta, 1993). Assim, como exemplifica Das Gupta (1993), quando se compara as taxas brutas de natalidade de um determinado país para os anos de 1940 e 1988, tem-se que estas eram respectivamente 19,435 e 15,899, o que mostra um declínio de 3,536 ao longo do tempo (efeito total7). Caso, por exemplo, a estrutura etária por
sexo de 1940 fosse utilizada como padrão, as taxas de natalidade ajustadas pela estrutura etária em 1940 e 1988 seriam, respectivamente, 19,435 e 16,485, e, a diferença de 2,95 seria interpretada como sendo o efeito da diferença entre as taxas específicas de natalidade por idade e sexo (efeito taxa). Se esta interpretação estivesse correta, pela mesma lógica, as taxas específicas de natalidade por idade
7 O efeito total é uma combinação dos efeitos de mudanças, neste exemplo, tanto das taxas específicas de natalidade por idade e sexo quanto da estrutura etária por sexo.
e sexo de 1940 poderiam ser usadas como padrão e as taxas brutas de natalidade encontradas para 1940 e 1988 seriam, respectivamente, 19,435 e 18,815 e, a diferença entre as taxas padronizadas, que é igual a 0,62, deveria ser interpretada como o efeito das mudanças na estrutura etária por sexo (efeito composição).
Entretanto, o efeito total (3,536) é a soma dos efeitos taxa e composição (3,57), que deveriam ser iguais, apresentam valores distintos. A diferença entre esses efeitos totais foi devida à interação existente entre os fatores que compõem a taxa bruta de natalidade. Desse modo, a utilização da população de 1940 como padrão produziu taxas padronizadas incorretas, e, da mesma forma, valores incorretos para os efeitos taxa e composição.
Portanto, neste trabalho, para que a técnica de padronização produza taxas corretas, deverão ser incluídos na análise os efeitos de interação, e, para o caso de duas populações8, as taxas devem ser
padronizadas pela média dos fatores para que o efeito interação esteja distribuído entre os demais efeitos e sejam gerados resultados consistentes.
Para mais de duas populações, como é o caso da comparação das coberturas dos cinco Estados selecionados, o cálculo das médias entre cada duas populações, por si só, não é suficiente para eliminar os problemas metodológicos, pois ele gera diferentes taxas padronizadas enquanto seria importante que se obtivesse uma única taxa padronizada por cada fator e população, na presença das demais. Para se obter esta taxa única, Das Gupta (1993) aperfeiçoou a técnica de decomposição de modo a permitir a utilização de: quaisquer números de fatores e populações, várias relações funcionais entre os fatores e a taxa total, e, taxas advindas de dados de diversos períodos de tempo. Esta versão aprimorada da técnica de decomposição é a que será utilizada para comparar as coberturas entre os Estados e será mais bem desenvolvida na próxima seção.
Apesar das técnicas de padronização e decomposição de taxas serem estritamente ligadas, e, de se ter que calcular as taxas padronizadas para se realizar a decomposição, a técnica de principal interesse deste capítulo é a de decomposição de taxas. Isto se deve ao fato de que a padronização consiste na utilização de medidas sintéticas – como a estrutura etária média de duas populações – para controlar ou isolar o efeito de determinadas características que estejam afetando a comparação do nível de uma taxa bruta de populações distintas (Carvalho, Sawyer &nascimento, 1994), enquanto, a decomposição consiste, justamente, no cálculo do efeito que cada fator (característica) exerce nas diferenças entre as taxas globais – que é a intenção deste exercício.
Portanto, neste trabalho, a técnica de decomposição será empregada de duas maneiras. na primeira, serão comparados duas populações (masculina e feminina) e dois fatores (estrutura etária e taxas específicas de cobertura). na segunda, serão cinco populações (AM, AL, RJ, RS e MT) e os mesmos dois fatores, a partir da qual se averiguará a contribuição destes fatores na diferença entre as coberturas das UF’s, para cada sexo.
4.1 Decomposição da diferença entre a cobertura das mulheres e dos homens em cada Estado
A técnica de decomposição descrita nesta seção foi extraída de Preston (2001). O objetivo é saber o quanto da desigualdade existente na cobertura previdenciária entre mulheres e homens se deve à estrutura etária e às taxas específicas de cobertura. Isso será averiguado para a população de 65 anos ou mais de cada UF selecionada.
A diferença entre as coberturas femininas e masculinas de cada UF pode ser decomposta segundo a estrutura etária e as taxas de cobertura por grupo etário, de tal modo que,
(2)
Onde:
- Diferença total entre as coberturas previdenciárias das mulheres e homens de cada UF; C – Composição etária da cobertura previdenciária do sexo feminino (f) e masculino (m); a – Taxas de cobertura específicas por idade e sexo.
Os somatórios da eq. (2) são manipulados de tal forma que tem-se:
(3) Onde:
- é a contribuição da diferença entre as distribuições etárias femininas e masculinas para a diferença entre coberturas, ou seja, é o efeito composição;
- é a contribuição da diferença entre as taxas específicas de cobertura femininas e masculinas para a diferença entre as coberturas previdenciárias, ou seja, é o efeito taxa.
A partir da eq. (3) obtêm-se, para cada Estado, a contribuição da distribuição etária (efeito composição) e das taxas específicas de cobertura (efeito taxa) para a diferença que existe entre as coberturas feminina e masculina. A soma dos dois efeitos, que corresponde ao resultado da eq. (3),
consiste no efeito total. Portanto, a partir de cada elemento da eq. (3), será verificado o quanto cada fator contribui para a diferença observada entre as coberturas dos idosos por aposentadoria de cada sexo em 2000.
4.2 Decomposição da diferença entre as coberturas das UF’s selecionadas
nesta seção, a técnica de decomposição é descrita para os mesmos dois fatores, mas para cinco populações que são as UF’s selecionadas: Amazonas, Alagoas, Rio de Janeiro, Rio Grande do Sul e Mato Grosso. A decomposição será feita para cada sexo, pois as coberturas variam tanto entre sexos como entre UF’s. Assim, nesta segunda decomposição, o que se deseja verificar é a contribuição da estrutura etária e das taxas específicas de cobertura na desigualdade entre as coberturas dos Estados, para ambos os sexos.
De acordo com a metodologia de Das Gupta (1993), quando se compara mais de duas populações – como nesta seção – a técnica desenvolve-se em duas etapas distintas. na primeira etapa, para cada dois Estados (x e y), obtém-se as taxas padronizadas (α x.y) por cada fator e, também, calcula-se as diferenças (α xy) entre as taxas padronizadas por todos os fatores, exceto α. Os resultados referentes a estas taxas encontram-se em anexo. no entanto, os resultados obtidos não são consistentes internamente, pois – como pode ser observado na TAB. 2A e na TAB. 3A do Anexo –, há mais de uma taxa padronizada para cada população e fator. Isso ocorre porque as taxas padronizadas não consideram a existência de todas as outras populações além daquela em relação à qual está sendo padronizada. Portanto, é necessário obter uma única taxa padronizada por fator e população que leve em conta a presença das demais populações.
Com esse objetivo, Das Gupta (1993) desenvolve uma segunda etapa da técnica na qual se utilizam as taxas e as diferenças entre elas – ambas descritas nos parágrafos anteriores e mostradas na Tabela 2A e na Tabela 3A do Anexo. É nesta segunda etapa que se elimina o efeito interação e os problemas decorrentes de inconsistência interna, além de se encontrar – a partir de uma série de cálculos – uma única população padronizada por um determinado fator para cada Estado, e, efeitos aditivos de fatores que não apresentem o problema descrito no parágrafo anterior.
Para cinco populações (Estados) – como é o caso do presente trabalho –, tanto a taxa
padronizada da população x pelo fator α9, quanto o efeito de – controlado
por todos os outros fatores, exceto por α – para a diferença entre as coberturas das populações x e
y na presença das demais populações, são obtidos a partir das seguintes equações, retiradas de Das Gupta (1993):
(4)
(5) Onde,
α i.j – serão as taxas padronizadas da população i quando comparada com j;
α ij – é a diferença (efeito) entre as taxas padronizadas da população j-i que é devido ao fator α. A partir da eq. (4) obtém-se a taxa padronizada da população x na presença de y, w, z e v. A eq. (5) calcula a diferença entre a cobertura de x e y que se deve ao fator α, na presença das três outras populações (w,z,v). Os dados usados nessas duas equações estão relacionados nas Tabelas 15A e 16A do Anexo.
Deve-se ressaltar que, na técnica de decomposição, a contribuição de um dos fatores (estrutura etária ou taxa específica de cobertura) para a diferença entre as coberturas, pode exceder 100%. Isto ocorre quando os dois fatores operam em diferentes direções e não há razão para que se espere que ambos atuem em um mesmo sentido (Preston, 2001).
Apesar de este trabalho avaliar a contribuição da estrutura etária e das taxas específicas de cobertura na cobertura previdenciária, ambas podem também se diferenciar segundo outros fatores que não foram objeto de análise, como, por raça/cor, local de moradia, etc. Por exemplo, pode ser que exista diferença de cobertura entre as populações femininas de cor branca e negra e que esta seja devida às desigualdades de estrutura etária ou de taxas específicas. Portanto, outros estudos poderão vir a verificar a influência da estrutura etária, desagregada segundo esses fatores, na variação da cobertura.
5 RESULTADOS
5.1 Influência da estrutura etária na diferença entre a cobertura das mulheres e dos homens
na TAB. 3, poderá ser observado o quanto da diferença entre a cobertura previdenciária de mulheres e homens, de 65 anos ou mais, em 2000, decorria das diferenças de estrutura etárias e das taxas específicas de cobertura.
TABELA 3
Decomposição da diferença entre as coberturas por aposentadoria da população feminina e da masculina de 65 anos ou mais, em 2000, para cada UF
Em porcentagem
Decomposição AM AL RJ RS MT
Diferença entre as coberturas feminina e masculina (1) + (2) -5,20 -6,18 -30,25 -16,30 -4,90
(1) Contrib. da diferença entre as distribuições etárias 0,09 -0,08 0,35 0,38 0,00
(2) Contrib. da diferença entre as taxas específicas de cobertura -5,29 -6,09 -30,60 -16,68 -4,90
Proporção da diferença devido à (1) -1,80 1,37 -1,15 -2,35 -0,04
Proporção da diferença devido à (2) 101,80 98,63 101,15 102,35 100,04
Fonte dos Dados Básicos: IBGE - Censo Demográfico de 2000.
A diferença entre as coberturas previdenciárias da população feminina e masculina de 65 anos ou mais – mostrada na primeira linha da tabela acima – indica que a cobertura feminina é menor que a masculina em todas as UF’s. Entre os Estados selecionados, a maior contribuição das desigualdades de estrutura etária entre os sexos (segunda linha) ocorreu no RS, seguido pelo RJ. Deste modo, é nestes Estados que a diferença da estrutura etária das mulheres e dos homens é maior. Além disso, o RJ apresentou a maior diferença total entre as coberturas feminina e masculina.
A distinção entre as coberturas deve-se, sobretudo, à desigualdade entre as taxas específicas de cobertura, pois explica pelo menos 98% das diferenças. no AM, RJ, RS e MT os efeitos taxa e composição – mostrados na segunda e terceira linha da TAB. 3 – apresentam direções contrárias. nestes Estados, a estrutura etária feminina mais envelhecida contribui positivamente para a cobertura destas, o que reduz as discrepâncias da cobertura entre os sexos. Assim, caso não houvesse desigualdades de estrutura etária entre os sexos, a cobertura feminina seria ainda menor que a observada e a disparidade entre os sexos, maior.
Alagoas é o único em que ambos os efeitos tem a mesma direção (negativa). neste caso, tanto as diferenças de estrutura etária quanto de taxas específicas de cobertura contribuem para que a cobertura feminina seja inferior à masculina.
5.2 Influência da estrutura etária na diferença entre a cobertura dos Estados selecionados
A TAB. 4 mostrará as coberturas previdenciárias calculadas – expostas no capítulo 4 – e também as padronizadas por cada fator das UF’s selecionadas, que consideram a presença dos demais Estados – resultados da eq. (4). A TAB. 5 irá apresentar a contribuição das diferenças de estrutura etária e de taxas específicas de cobertura entre cada dois Estados, na presença dos demais – resultados obtidos através da eq. (5).
TABELA 4
Cobertura da população acima de 65 anos por aposentadoria, obtida a partir do Censo de 2000, e coberturas padronizadas pela estrutura etária e taxas específicas de cobertura, por sexo, 2000
Em porcentagem
Taxas de Cobertura AM AL RJ RS MT
Homens
Cobertura observada em 2000 74,31 80,91 82,75 90,03 72,14
Padronizada pela taxa específica de cobertura 80,00 80,78 79,97 79,90 79,53
Padronizada pela estrutura etária 74,35 80,18 82,82 90,18 72,65
Mulheres
Cobertura observada em 2000 69,11 74,74 52,49 73,74 67,24
Padronizada pela taxa específica de cobertura 67,44 67,70 67,71 67,74 67,08
Padronizada pela estrutura etária 69,27 74,64 52,38 73,60 67,77
Fonte: IBGE - Censo Demográfico de 2000.
É importante notar que, independentemente do sexo, se as taxas específicas de cobertura fossem as mesmas, as diferenças entre as coberturas por aposentadoria seriam mínimas – conforme mostrado na segunda linha de resultados da TAB. 4. Por outro lado, se a estrutura etária é que fosse a mesma, para ambos os sexos, as coberturas seriam mais desiguais (resultados da terceira linha).
na população masculina, a padronização pela distribuição etária gerou, exceto em AL – que apresenta a distribuição etária mais envelhecida, para a população acima de 65 anos (vide Tabela 1A no Anexo) –, aumento da cobertura previdenciária. Já na padronização pela taxa de cobertura, o aumento da cobertura só foi observado no AM e MT.
A partir da TAB. 4, pode-se observar que, na população feminina, a padronização pelas taxas específicas de cobertura da população, na presença das demais UF’s, só elevou a cobertura no Rio de Janeiro – no qual a cobertura era a mais baixa –, e, a padronização pela estrutura etária ampliou a cobertura apenas no AM e no MT. Os Estados do AM, MT e RJ tiveram as menores coberturas femininas observadas naquele ano, o que fez com que a utilização de taxas (no caso de AM e MT) ou estruturas etárias (no caso do RJ) padronizadas favorecesse o aumento da proporção de pessoas cobertas com idade superior à 65 anos.
Dos resultados que são apresentados na TAB. 5 – para exemplificar o que representa cada coluna – tem-se, que 11,75% – quarto valor na primeira coluna de resultados – da diferença existente entre as coberturas da população masculina de Alagoas e do Amazonas (AL-AM), na presença das demais populações, deve-se à diferença das estruturas etárias dos dois Estados, e, 88,25% – quinto valor da mesma coluna – se deve à diferença nas taxas específicas de cobertura das duas UF’s. A diferença total entre a cobertura de Alagoas e Amazonas é de 6,61 (primeiro valor da coluna). Deste valor, 0,78 é a contribuição das diferenças entre estruturas etárias e os 5,83 restantes são devidos às diferenças nas taxas específicas de cobertura.
Em relação às diferenças entre as coberturas dos Estados, perceber-se-á que o fator que mais contribui é a desigualdade entre as taxas específicas de cobertura, tanto para os homens quanto para as mulheres. Ela é responsável, pelo menos, por 75% das diferenças, e contribui, em alguns casos, para mais de 100% da desigualdade entre a cobertura de dois Estados.
na população masculina, ambos os fatores contribuem na mesma direção (positiva) para a diferença entre as taxas padronizadas de AL e AM, na presença das demais UF’s. O mesmo ocorre, na população feminina, entre AL e AM, RS e AM, e, RS e RJ. Isto significa que, nestas comparações, tanto as diferenças de estrutura etária quanto das taxas específicas de cobertura contribuem positivamente para que a cobertura da primeira UF seja superior à da segunda com a qual está sendo comparada, na presença das demais.
Ocorre também contribuição dos fatores na mesma direção (negativa) nas comparações da população masculina entre MT e AM, MT e AL, MT e RJ, MT e RS e na população feminina entre MT e AL, e, MT e RS. O sinal negativo mostra que ambos os fatores (estrutura etária e taxas específicas de cobertura) contribuem para que a cobertura do primeiro Estado seja menor que a do segundo.
TABELA 5
Decomposição da diferença entre as coberturas por aposentadoria da população acima de 65 anos das UF´s, por sexo, 2000
Em porcentagem
Decomposição (AL – AM) (RJ - AM) (RS - AM)(MT - AM) (RJ - AL) (RS - AL) (MT - AL) (RS - RJ) (MT - RJ) (MT - RS)
Homens
Diferença entre as coberturas
das UF’s (1) + (2) 6,61 8,44 15,73 -2,17 1,83 9,12 -8,77 7,29 -10,61 -17,89
(1) Contrib. da diferença
entre as distribuições etárias 0,78 -0,03 -0,10 -0,47 -0,81 -0,88 -1,24 -0,07 -0,44 -0,37
(2) Contrib. da diferença entre as taxas específicas de
cobertura 5,83 8,47 15,83 -1,70 2,64 9,99 -7,53 7,36 -10,17 -17,52
% da diferença devido à (1) 11,75 -0,36 -0,64 21,57 -44,07 -9,62 14,17 -0,96 4,12 2,05
%da diferença devido à (2) 88,25 100,36 100,64 78,43 144,07 109,62 85,83 100,96 95,88 97,95
Mulheres
Diferença entre as coberturas
das UF’s (1) + (2) 5,63 -16,62 4,63 -1,87 -22,25 -1,00 -7,50 21,25 14,75 -6,50
(1) Contrib. da diferença
entre as distribuições etárias 0,26 0,27 0,30 -0,36 0,01 0,04 -0,62 0,03 -0,63 -0,66
(2) Contrib. da diferença entre as taxas específicas de
cobertura 5,37 -16,89 4,33 -1,51 -22,26 -1,04 -6,88 21,22 15,38 -5,84
% da diferença devido à (1) 4,67 -1,65 6,48 19,29 -0,05 -3,68 8,31 0,12 -4,30 10,16
%da diferença devido à (2) 95,33 101,65 93,52 80,71 100,05 103,68 91,69 99,88 104,30 89,84
Além das comparações que ambos os fatores contribuem no mesmo sentido há outras em que a contribuição da diferença de cada fator apresenta sinais opostos, tal como, nas populações masculinas, entre RJ e AM, RS e AM, RJ e AL, RS e AL, para as quais, a contribuição das diferenças de estrutura tem sinal negativo e das taxas específicas de cobertura, positivo. As estruturas etárias da população masculina do AM e AL de 65 anos ou mais são mais envelhecidas que as do RS e RJ, o que gera o sinal negativo do efeito da composição. Isto também ocorre entre a população masculina do RS e RJ e entre a população feminina do MT e RJ, sendo que a distribuição etária da população masculina do RS, e, a da população feminina do MT, são mais jovens do que, respectivamente, a dos homens, e, a das mulheres do RJ. nessas comparações10, as diferenças das taxas específicas de
cobertura contribuem para que a cobertura dos primeiros Estados sejam superiores à dos segundos e as diferenças de estrutura etária reduzem essas desigualdades, ou seja, se não existissem diferenças de estrutura etária, tanto a cobertura das primeiras UF’s relacionadas em cada comparação quanto às diferenças entre as coberturas dos Estados, seriam ainda maiores que as observadas.
Já nas comparações da população feminina entre os Estados do RJ e AM, RJ e AL, RS e AL, as direções também são opostas entre os efeitos, só que, neste caso, as diferenças de estrutura etária apresentam sinal positivo e o das taxas específicas de cobertura, negativo. O significado é oposto ao descrito no parágrafo anterior: aqui, enquanto as diferenças de distribuição etária contribuem para que a cobertura do primeiro seja superior à do segundo, as desigualdades das taxas específicas de cobertura colaboram para que a cobertura do primeiro seja inferior à do segundo. De fato, como as diferenças nas taxas específicas de cobertura são muito mais representativas do que as de estrutura etária, as diferenças de estrutura etária reduzem as diferenças entre as coberturas previdenciárias. Deste modo, se não existisse desigualdades de distribuição etária, a cobertura das primeiras UF’s (neste caso, RJ e RS) seriam ainda menores que as observadas em 2000.
Deve-se notar, também, que as diferenças de estrutura etária são maiores nas comparações da população masculina do que nas da feminina. Assim, em geral, as mulheres apresentam estruturas etárias mais semelhantes, entre os Estados, do que os homens.
A ausência de diferenças de estrutura etária, como pôde ser visto na TAB. 4, fez com que a cobertura de Alagoas – que apresenta a distribuição etária mais envelhecida da população de 65 anos ou mais – diminua, tanto na população masculina quanto na feminina. Desta maneira, tem-se que uma estrutura etária mais envelhecida auxilia a cobertura a tem-ser mais alta, o que confirma 10 As comparações, para a população masculina, são entre RJ e AM, RS e AM, RJ e AL, RS e AL, RS e RJ. O primeiro Estado relacionado, em cada comparação, é RJ e RS, e, o segundo, é AM, AL e, na última, RJ. Já para a população feminina, a comparação a qual se refere é entre MT e RJ, na qual o primeiro Estado é o MT e o segundo o RJ.
a hipótese levantada na introdução. Isso já era esperado, uma vez que a proporção de pessoas cobertas por aposentadoria, conforme foi mostrado anteriormente, amplia-se com aumento da idade analisada. Com isso, apesar do maior peso nos diferenciais de cobertura se dever às diferenças nas taxas específicas, a estrutura etária também auxilia na existência de diferenciais, de forma que, quanto maior for a diferença entre as estruturas etárias dos Estados comparados maior poderá ser sua influência.
6 DISCUSSÃO
Os resultados obtidos mostram que tanto as taxas específicas de cobertura quanto a estrutura etária podem influenciar na variação da proporção de aposentados da população. Assim, estruturas etárias mais envelhecidas – como no caso das mulheres, quando sua cobertura foi comparada a dos homens – contribuem para que a cobertura previdenciária seja mais elevada, e, o efeito da composição etária nas diferenças de cobertura deverá ser maior quanto mais diferente forem as estruturas etárias das populações comparadas. Além disso, caso a tendência de envelhecimento da estrutura etária, citada por Wong & Carvalho (2006), seja acompanhada pela manutenção ou crescimento das desigualdades entre as distribuições etárias, espera-se que este fator, cada vez mais, contribua para a diferença entre as coberturas.
Entretanto, na simulação realizada, as diferenças de estrutura etária são responsáveis por, no máximo, 22% da desigualdade entre coberturas previdenciárias dos estados, ou seja, as diferentes taxas específicas de cobertura são as maiores responsáveis pela variação da proporção de aposentados de cada UF. Isso também ocorreu nas comparações da cobertura da população feminina e masculina de cada Estado.
As direções opostas entre os efeitos – que foram encontradas em alguns casos – mostram que as diferenças nas taxas específicas de cobertura e nas estruturas etárias contribuem em direções contrarias: enquanto um fator aumenta a desigualdade entre as coberturas o outro atua reduzindo-a. Assim, por exemplo, se não existissem diferenças de estrutura etária entre a população feminina e a masculina, a proporção de aposentadas na população feminina – que, em geral, tem distribuição etária mais envelhecida que a dos homens – poderiam ser ainda menores que as observadas.
Portanto, este trabalho mostrou que, além dos fatores associados ao mercado de trabalho – apontados pela literatura como principais causadores de variação na cobertura –, que atuam diretamente e indiretamente nas taxas específicas de cobertura, os fatores demográficos (neste caso, a estrutura etária) também influenciam a cobertura previdenciária e pode fazer com que a proporção de aposentados varie. Este é um resultado importante para os formuladores de políticas
públicas, pois, os fatores demográficos – a mortalidade e a estrutura etária – diferem entre os Estados e entre os sexos e podem contribuir para que existam distintas coberturas previdenciárias. Assim, mesmo que, por exemplo, as taxas específicas de cobertura dos Estados sejam iguais, a proporção de pessoas cobertas por aposentadoria não é necessariamente a mesma, em virtude de desigualdades nos fatores demográficos.
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8 Anexos
TABELA 1A
Idade média da população acima de 65 anos de idade nas UF´s selecionadas, segundo sexo, 2000
UF´s Idade Média (anos)
Homens Mulheres
Amazonas 73,21 73,81
Alagoas 74,06 74,18
Rio de Janeiro 73,04 73,94
Rio Grande do Sul 73,01 73,95
Mato Grosso 72,93 73,26
TABEL A 2A Cober tur as obtidas a par tir do C
enso e taxas padr
onizadas pelas taxas específicas de c
ober
tur
a e pelas estrutur
as etárias da população masculina acima
de 65 anos , por UF selecionada, 2000 Taxas padr onizadas Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e AL AM (AL -AM) RJ AM (R J-AM) RS AM (RS -AM) MT AM (M T-AM) RJ AL (R J-AL)
Pela taxa específica de cober
tur a 78,08 77,21 0,86 78,50 78,55 -0,04 82,08 82,21 -0,13 72,99 73,50 -0,51 81,40 82,15 -0,75 Pela estrutur a etár ia 80,52 74,77 5,74 82,77 74,28 8,48 90,07 74,22 15,86 72,42 74,07 -1,65 83,07 80,49 2,58 Cober tur a C enso 80,91 74,31 6,61 82,75 74,31 8,44 90,03 74,31 15,73 72,14 74,31 -2,17 82,75 80,91 1,83 Taxas padr onizadas Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e RS AL (RS -AL) MT AL (M T-AL) RS RJ (RS -R J) MT RJ (M T-R J) MT RS (M T-RS)
Pela taxa específica de cober
tur a 85,00 85,73 -0,73 75,94 77,31 -1,36 86,35 86,42 -0,07 77,32 77,71 -0,39 81,02 81,27 -0,25 Pela estrutur a etár ia 90,29 80,44 9,85 72,92 80,33 -7,41 90,06 82,71 7,35 72,41 82,62 -10,21 72,32 89,97 -17,65 Cober tur a C enso 90,03 80,91 9,12 72,14 80,91 -8,77 90,03 82,75 7,29 72,14 82,75 -10,61 72,14 90,03 -17,89 Fon
te dos Dados Básic
os: IBGE - C enso D emog ráfic o de 2000. TABEL A 3A Cober tur as obtidas a par tir do C
enso e taxas padr
onizadas pelas taxas específicas de c
ober tur a e pelas estrutur as etárias da população f eminina acima de 65 anos , por UF selecionada, 2000 Taxas padr onizadas Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e AL AM (AL -AM) RJ AM (R J-AM) RS AM (RS -AM) MT AM (M T-AM) RJ AL (R J-AL)
Pela taxa específica de c
ober tur a 72,07 71,80 0,27 60,98 60,73 0,25 71,63 71,34 0,28 68,09 68,42 -0,32 63,67 63,59 0,08 Pela estrutur a etár ia 74,62 69,26 5,37 52,43 69,29 -16,86 73,66 69,31 4,35 67,48 69,03 -1,54 52,47 74,80 -22,33 Cober tur a C enso 74,74 69,11 5,63 52,49 69,11 -16,62 73,74 69,11 4,63 67,24 69,11 -1,87 52,49 74,74 -22,25 Taxas padr onizadas Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e Taxas Padr onizadas D ifer enç a en tr e RS AL (RS -AL) MT AL (M T-AL) RS RJ (RS -R J) MT RJ (M T-R J) MT RS (M T-RS)
Pela taxa específica de c
ober tur a 74,30 74,23 0,07 70,74 71,45 -0,71 63,12 63,11 0,01 59,76 60,33 -0,58 70,32 70,98 -0,66 Pela estrutur a etár ia 73,73 74,80 -1,07 67,70 74,49 -6,78 73,73 52,49 21,23 67,71 52,38 15,33 67,73 73,57 -5,83 Cober tur a C enso 73,74 74,74 -1,00 67,24 74,74 -7,50 73,74 52,49 21,25 67,24 52,49 14,75 67,24 73,74 -6,50 Fon
te dos Dados Básic
os: IBGE - C
enso D
emog
ráfic
